大學生森林康養旅游行為意向差異研究

劉美娥 史珍妮 陳 圓

(三明學院經濟與管理學院, 福建三明 365004)

通過“健康中國建設”實現人民健康與經濟社會協調發展已上升為國家戰略[1]。森林康養旅游是借助森林生態資源、康養環境和養生功能，輔以康養醫療服務設施，促進人體身心和諧、愉悅的新型旅游形式[2]。森林康養旅游是提高人民健康水平、促進經濟社會協調發展的良好途徑。近年來，國家林業和草原局、文化和旅游部、國家中醫藥管理局、民政部、國家衛生健康委員會等部門頒布的一系列政策[3-7]直接或間接地促進了森林康養旅游的發展。隨著《三明市促進康養產業發展實施方案》《三明市發展全域森林康養產業的意見》等地方性政策的出臺，以及三明市森林體育康養旅游發展策略研究[8]等的開展，目前正是三明大學生通過體育運動融入森林康養旅游的良好契機。

大學生作為中國旅游市場的特殊消費群體，具備了出游的經濟條件[9]，蘊含著潛力巨大的商機[10]。在健康中國背景下，大學生身心健康關系到祖國的未來、民族的強盛。然而，當代大學生健康問題較多，表現為體質下降、慢性病患病率高、心理健康問題突出等[11]。特別是受新冠疫情的影響，大學生出現不同程度的抑郁和焦慮等心理問題[12]。國內外眾多學者研究發現，森林康養旅游對預防性保健和急慢性病治療具有較好的促進作用[13-16]。Rajoo等[17]研究發現，森林康養旅游對降低馬來西亞大學生的血壓、緩解學業壓力有明顯幫助。有些國內學者研究發現，基于森林康養旅游視角的五感療法可提升大學生心理健康水平[18]，基于森林康養旅游視角的自然體驗式教育、園藝療法是大學生心理健康教育的有效途徑，負氧離子、植物精氣、優質的空氣和小氣候環境有益于提升大學生的健康水平[19]。為挖掘大學生森林康養旅游消費潛力，需對大學生森林康養旅游行為意向影響因素進行研究，并以性別、年級和學院分組探討大學生森林康養旅游行為意向的差異性。

國內外學者常用計劃行為理論（TPB）建模研究旅游消費行為特征[20-22]，也有學者針對大眾康養群體構建TPB模型研究森林康養旅游消費需求及行為意向[23-24]。由于老年人病患率更高，學者們普遍關注的是老年人森林康養旅游消費行為意向、需求與動機等方面的研究[25]，尚未涉及青年人（包括大學生）森林康養旅游行為意向。本研究基于TPB理論建模，探討大學生森林康養旅游行為意向影響因素及差異，有助于挖掘大學生森林康養旅游消費潛力。

1 理論依據與變量選取

1.1 理論依據

計劃行為理論是一種旨在預測和解釋在特定背景下人類行為的理論[26]。TPB模型通過“行為態度”“主觀規范”“感知行為控制”預測某一特定行為的行為意向（圖1），個體對某一特定行為的行為意向越強，則執行該行為的概率越高。其中，“行為態度”是指個人對特定行為表現出喜歡或不喜歡的評估?！爸饔^規范”是指個人在采取某一特定行為時所感受到的社會壓力，如個人身邊重要的人（父母、老師、朋友等）認為其是否應執行該特定行為之壓力?！案兄袨榭刂啤笔侵競€人在從事某特定行為時，對于所需資源與機會之控制能力的感知?！靶袨橐庀颉笔侵競€人想從事某特定行為的行動傾向與程度。一般認為，越正向的行為態度、主觀規范或感知行為控制，則預示著越強的行為意向。行為態度、主觀規范和感知行為控制之間既彼此獨立，又互相關聯[26-27]。

圖1 計劃行為理論模型（TPB）[26]Fig. 1 Theory of planned behavior model (TPB)

由于TPB模型擁有良好的解釋力[28]，TPB模型或TPB擴展模型經常被國內外學者用于預測和解釋旅游行為意向[20-25,28-29]，也有學者將其用于預測并解釋森林康養游客行為意向[23-24,30]，但未見學者將其用于預測并解釋大學生森林康養旅游行為意向的研究。

1.2 研究假設

本研究基于TPB模型構建大學生森林康養旅游行為意向測量模型（圖2），僅探討大學生森林康養旅游行為態度、主觀規范和感知行為控制分別對行為意向的影響關系，不涉及三者之間的相互影響關系。

圖2 大學生森林康養旅游行為意向測量模型Fig. 2 Measurement model of forest health tourism behavior intentions among university students

大學生森林康養旅游行為態度是指大學生對森林康養旅游行為表現出喜歡或不喜歡的評估，如森林康養旅游對心理、身體健康有益，森林康養旅游使人感覺輕松愉悅、非常有意義、可以留下美好體驗、增長見聞等。大學生森林康養旅行為意向是指大學生想參加森林康養旅游活動的行動傾向與程度。根據TPB模型，行為態度、主觀規范與感知行為控制是相互獨立的變量[31]，行為態度可以直接有效預測行為意圖[20,23,31-33]?？梢酝茰y：如果大學生參加森林康養旅游活動的行為態度越積極，那么就預示著森林康養旅游活動的行為意向越強；如果大學生對森林康養旅游活動的行為意向越強，那么就預示著執行森林康養旅游活動的概率越高。因此，本研究提出假設H1（詳見圖2和表1）。大學生森林康養旅游主觀規范是指大學生在參加森林康養旅游活動時所感受到的社會壓力，如個人身邊重要的人（如父母、同學、老師、領導等）認為其是否應該參加森林康養旅游活動的壓力。根據TPB模型，主觀規范也可以直接有效預測行為意圖[29-32]?？梢酝茰y：如果大學生在參加森林康養旅游活動時所感受的正向社會壓力（比如父母認為其應該參加森林康養旅游活動）越大，那么預示著森林康養旅游活動的行為意向越強。因此，本研究提出假設H2（詳見圖2和表1）。大學生森林康養旅游感知行為控制是指大學生在參與森林康養旅游活動時，對于所需資源與機會之控制能力的感知，如擁有可支配的時間、金錢、良好的身體、足夠的森林康養旅游信息等。根據TPB模型，感知行為控制也可以直接有效預測行為意圖[23-24,30-32]?？梢酝茰y：如果大學生在參加森林康養旅游活動時，對于所需資源與機會之控制能力的正向感知（比如擁有可支配的時間）越強，那么預示著森林康養旅游活動的行為意向越強。因此，本研究提出假設H3（詳見圖2和表1）。本研究通過比較不同性別、年級和學院的大學生在森林康養旅游行為態度、主觀規范、感知行為控制以及行為意向4個維度的差異性所得出的研究成果，以期為開發大學生森林康養旅游產品、創新森林康養旅游市場營銷策略提供理論依據。因此，本研究提出假設H4a~H6d（詳見表1）。

表1 研究假設Table 1 Research assumptions

1.3 變量選取

本研究基于計劃行為理論內涵的分析，借鑒劉煉鑫等[24,28,34]研究選取森林康養旅游行為態度維度的“X2~X6”5個測量題項。由于森林康養旅游有助于提升大學生心理韌性和心理健康水平[18-19]，因此，增加“X1”1個測量題項。借鑒郭倩倩等[35-37]研究，選取森林康養旅游主觀規范維度的“X7~X10”4個測量題項；借鑒Ajzen等[26,28,38-39]研究，選取森林康養旅游感知行為控制維度的“X11~X14”4個測量題項；借鑒蘇麗雅等[40-41]的研究，選取森林康養旅游行為意向維度的“Y1~Y5”5個測量題項（詳見表2）。

表2 大學生森林康養旅游行為意向測量量表Table 2 Measurement scale of forest health tourism behavior intentions among university students

2 數據與方法

2.1 數據來源

以三明學院在校大學生作為調查對象，調查內容包括大學生基本信息（性別、年級、學院）和大學生森林康養旅游行為意向測量量表。借鑒國內外文獻中有關森林康養旅游行為影響因素的TPB測量量表設計大學生森林康養旅游行為意向測量量表（詳見表2）。參考李克特五級量表設置每道題的選項，1~5分別表示非常不同意、不同意、一般、同意、非常同意。2021年3月19日至23日，面向全校10個學院46個專業的4個年段學生根據學生比例相應發放問卷。為提升問卷答題的有效性，在實施調查時現場向調查對象解釋了答題中的疑惑。共發放問卷456份，回收有效問卷421份，有效率為92.32%。有效樣本數（421）是所用測量題項（19）的22倍，符合Nunnally等[42]提出的樣本數大于測量題項10倍標準的要求。

2.2 研究方法

首先，運用SPSS26.0軟件通過描述性統計分析，對變量分布的正態性進行檢驗。其次，分別通過Cronbach’sα值和KMO值對測量量表的內部一致性（信度）和可靠性（結構效度）進行檢驗。再次，通過主成分分析法對自變量和因變量測量題項進行探索性因子分析。最后，運用多元線性回歸分析、獨立樣本t檢驗和單因素方差分析對大學生森林康養旅游行為意向相關研究假設（H1~H3，H4a~H6d）進行檢驗。

3 結果與分析

運用SPSS26.0軟件對被調查大學生的性別、年級、學院的描述性統計分析結果見表3。正態分布檢驗結果顯示，偏度絕對值范圍為0.024~0.255，峰度范圍為1.117~2.009。范夢丹[41]認為，當偏度絕對值小于3、峰度絕對值小于10時，則表明數據符合正態分布。

表3 被調查大學生的性別、年級、學院的描述性統計分析Table 3 Descriptive statistical analysis of genders, grades, and schools in surveyed university students

對自變量的14個測量題項（X1~X14）進行主成分分析，可提取3個公因子，累積貢獻率為88.202%。將3個公因子分別命名為行為態度、感知行為控制和主觀規范。由于“X7：身邊重要的人（如父母、同學、老師、領導等）支持我參與森林康養旅游”和“X8：身邊重要的人（如父母、同學、老師、領導等）也會參與森林康養旅游”被歸類為行為態度不符合“行為態度是指個人對特定行為表現出喜歡或不喜歡的評估”這一內涵，“X13：我有良好的身體去參與森林康養旅游”被歸類為主觀規范不符合“主觀規范指個人在采取某一特定行為時所感受到的社會壓力”這一內涵，故刪去X7、X8和X13題項。由于自變量剩余的11個題項和因變量的5個題項的信度Cronbach’sα分別為0.961和0.903，效度KMO分別為0.936和0.785，這表明本文的研究量表具有良好的內部一致性和較好的可靠性，適合做探索性因子分析。對自變量的11個題項進行主成分分析結果顯示，可提取3個公因子，累積貢獻率為90.826%，確認3個公因子分別為行為態度（Ba）、感知行為控制（Pb）和主觀規范（Sn）（詳見表4）。對因變量的5個題項進行主成分分析結果顯示，可提取1個公因子，將其命名為行為意向（Bd）。

表4 主成分分析結果Table 4 Results of the principal component analysis

3.1 大學生森林康養旅游行為意向影響因素分析

為了解大學生森林康養旅游行為意向因素影響，本研究基于計劃行為理論提出H1~H3的假設。對行為態度、主觀規范、感知行為控制和行為意向的相關性分析結果顯示，在0.01顯著水平下，3個自變量之間不存在相關性，行為意向與行為態度、主觀規范、感知行為控制的Pearson相關性指數分別為0.477，0.372和0.585，說明因變量與自變量之間存在相關性，可進一步做回歸分析。以行為態度、主觀規范、感知行為控制為自變量，以行為意向為因變量，進行多元線性回歸分析結果顯示，Dw值為1.952，接近于2，說明回歸模型殘差獨立；F值為338.393，顯著性小于0.01，說明模型成立；R2值為0.708，接近于1，說明自變量對因變量的解釋程度較高，表明回歸模型擬合優度良好。

經t檢驗，3個自變量的顯著性均為0.000＜0.01，具有顯著意義。根據Beta系數可建立多元線性回歸方程，即大學生森林康養旅游行為意向=0.477×大學生森林康養旅游行為態度+0.372×大學生森林康養旅游主觀規范+0.585×大學生森林康養旅游感知行為控制。由于Beta系數均為正數，說明全部自變量與因變量均存在正相關關系，H1~H3假設均成立，影響力由大到小順序為：大學生森林康養旅游感知行為控制>大學生森林康養旅游行為態度>大學生森林康養旅游主觀規范。研究結果表明，影響大學生參與森林康養旅游活動的最大制約因素是大學生在參與森林康養旅游活動時，對于所需資源與機會之控制能力的感知，如擁有可支配的時間、金錢、良好的身體、足夠的森林康養旅游信息等。

3.2 大學生森林康養旅游行為意向差異分析

為比較不同性別、年級和學院的大學生在森林康養旅游行為態度、主觀規范、感知行為控制以及行為意向4個維度的差異性，本研究提出H4a~H6d的假設。

3.2.1 大學生森林康養旅游行為意向的性別差異分析

以性別分組的獨立樣本t檢驗結果顯示：行為態度和行為意向Levene檢驗的F顯著性都為0.001<0.10，否認方差相等的假設，應參考“不假定等方差”的t檢驗結果。行為態度t檢驗的顯著性為0.000<0.10，則表明行為態度因性別不同存在顯著差異，即H4a假設成立。由圖3可知，女生在行為態度方面持有更高的認同度。行為意向t檢驗的顯著性為0.684＞0.10，表明行為意向因性別不同不存在顯著差異，即H4d假設不成立。感知行為控制和主觀規范Levene檢驗的F顯著性分別為0.744和0.349，均大于0.10，不能否認方差相等的假設，應參考“假定等方差”的t檢驗結果。感知行為控制t檢驗的顯著性為0.003＜0.10，則表明感知行為控制因性別不同存在顯著差異，即H4c假設成立。由圖3可知，男生在感知行為控制方面持有更高的認同度。主觀規范t檢驗的顯著性為0.218＞0.10，則表明主觀規范因性別不同不存在顯著差異，即H4b假設不成立。

圖3 大學生森林康養旅游行為意向的性別差異Fig. 3 Gender differences in the intention of forest health tourism among university students

3.2.2 大學生森林康養旅游行為意向的年級差異分析

以年級分組的單因素方差分析結果顯示：行為意向、感知行為控制和主觀規范的F檢驗顯著性分別為0.414，0.111和0.205，Brown-Forsythe檢驗的顯著性分別為0.404，0.125和0.225，均大于0.10，則說明行為意向、感知行為控制和主觀規范因年級不同均不存在顯著差異，即H5d、H5c和H5b假設均不成立。行為態度的F檢驗和Brown-Forsythe檢驗的顯著性分別為0.061和0.057，均小于0.10，則說明行為態度因年級不同存在顯著差異，即H5a假設成立。

通過方差齊性檢驗和多重比較可分析不同年級兩兩比較的差異，研究結果顯示：感知行為控制Levene檢驗的顯著性為0.004＜0.10，則應該看多重比較的“未假定方差齊性（Tamhane’s T2）”t檢驗顯著性值，結果4個年級兩兩比較的均值全部不存在顯著差異。行為意向、行為態度和主觀規范Levene檢驗的顯著性分別為0.566，0.511和0.460，均大于0.10，則應該看多重比較的“假定方差齊性（LSD）”t檢驗顯著性值。當1年級與4年級比較時，行為意向、行為態度和主觀規范的平均值差值顯著性分別為0.093，0.014和0.045，均小于0.10，結合圖4可知，行為意向、行為態度和主觀規范的平均值都具有顯著差異，且4年級對行為意向、行為態度和主觀規范的認同度比1年級低。當1年級與2年級比較時，行為態度和主觀規范的平均值差值顯著性分別為0.018和0.098，均小于0.10，結合圖4可知，行為態度和主觀規范的平均值均具有顯著差異，且2年級對行為態度和主觀規范的認同度比1年級低。當1年級與3年級比較時，行為態度的平均值差值顯著性為0.096＜0.10，結合圖4可知，3年級對行為態度的認同度比1年級低。

圖4 大學生森林康養旅游行為意向的年級差異Fig. 4 Grade differences in the intention of forest health tourism among college students

3.2.3 大學生森林康養旅游行為意向的學院差異分析

以學院分組的單因素方差分析結果顯示：行為態度和主觀規范的F檢驗顯著性分別為0.016和0.024，Brown-Forsythe檢驗的顯著性分別為0.011和0.019，均小于0.10，則說明行為態度和主觀規范因學院不同存在顯著差異，即H6a和H6b假設均成立。行為意向和感知行為控制的F檢驗和Brown-Forsythe檢驗的顯著性分別為0.526和0.505，均大于0.10，則說明行為意向和感知行為控制因學院不同不存在顯著差異，即H6c和H6d假設均不成立。

通過方差齊性檢驗和多重比較可分析不同學院兩兩比較的差異，研究結果顯示：行為態度Levene檢驗的顯著性為0.081＜0.10，則應該看多重比較的“未假定方差齊性（Tamhane’s T2）”t檢驗顯著性值。海外學院分別與經濟與管理學院、藝術與設計學院、信息工程學院、機電工程學院、資源與化工學院、文化傳播學院、體育與康養學院進行比較時，行為態度的平均值差值顯著性分別為0.000，0.003，0.006，0.002，0.000，0.029和0.001，均小于0.10，這說明行為態度存在顯著差異，結合圖5可知，海外學院對行為態度的認同度最高，信息工程學院的認同度最低。行為意向、感知行為控制和主觀規范Levene檢驗的顯著性分別為0.318，0.502和0.900，均大于0.10，則應該看多重比較的“假定方差齊性（LSD）”t檢驗顯著性值。海外學院分別與信息工程學院、資源與化工學院、教育與音樂學院進行比較時，行為意向的平均值差值顯著性分別為0.062，0.091和0.091，均小于0.10，則說明行為意向存在顯著差異。結合圖5可知，海外學院大學生對行為意向的認同度最高，教育與音樂學院認同度最低。當經濟與管理學院和體育與康養學院比較時，感知行為控制的平均值差值顯著性為0.031＜0.10，則說明感知行為控制存在顯著差異。結合圖5可知，體育與康養學院對感知行為控制的認同度最高、經濟與管理學院的認同度最低。機電工程學院分別與經濟與管理學院、信息工程學院、資源與化工學院、建筑工程學院、海外學院、體育與康養學院、教育與音樂學院進行比較時，主觀規范的平均值差值顯著性分別為0.081，0.001，0.012，0.023，0.002，0.046和0.012，均小于0.10，這說明主觀規范存在顯著差異。結合圖5可知，機電工程學院對主觀規范的認同度最高，海外學院認同度最低。

圖5 大學生森林康養旅游行為意向的學院差異Fig. 5 Differences in college students' intentions to engage in forest health tourism behavior

4 結論與討論

4.1 結論

基于計劃行為理論，構建大學生森林康養旅游行為意向影響因素測量模型，通過描述性統計分析、探索性因子分析和回歸分析，建立的多元線性回歸方程擬合優度良好。研究結果顯示：大學生森林康養旅游行為態度、主觀規范、感知行為控制對行為意向均存在顯著正向影響，即H1~H3假設均成立，影響力由大到小順序為：大學生森林康養旅游感知行為控制>大學生森林康養旅游行為態度>大學生森林康養旅游主觀規范。先后運用獨立樣本t檢驗和單因素方差分析法對H4a~H6d的研究假設進行檢驗，結果H4a、H4c、H5a、H6a、H6b成立，其他假設不成立。通過方差齊性檢驗和多重比較結果顯示：女生在森林康養旅游行為態度方面持有更高的認同度，該結論與穆紅梅等[43]對福建江夏學院大學生旅游消費行為研究的結果（即女大學生旅游消費欲望強于男大學生且旅游態度比較積極）相似；男生在森林康養旅游感知行為控制方面持有更高的認同度，該結論說明男生對參與森林康養旅游活動時所需的資源與機會之控制能力的感知（如擁有可支配的時間、金錢、良好的身體、足夠的森林康養旅游信息等）比女生更高，可能對森林康養旅游產品價格更敏感；1年級比2~4年級對森林康養旅游行為態度的認同度更高，該結論可能與1年級大學生課余時間更充裕、就業壓力較小有關；海外學院大學生對森林康養旅游行為態度和行為意向的認同度均最高，對主觀規范的認同度最低，該結論說明海外學院留學生對中國康養旅游政策敏感度較低，可能因對異國旅游吸引物的好奇反而使留學生在康養旅游行為態度和行為意向方面比國內大學生認同度更高。

4.2 討論

由于大學生森林康養旅游感知行為控制對行為意向的影響力最高，可引導大學生積極參與森林康養旅游活動、提升身心健康水平。建議從感知行為控制（即可支配的時間、可支配的金錢和可獲取足夠森林康養旅游信息）方面著手，開發適合大學生群體的經濟型森林康養旅游產品，引導大學生利用課余時間（如節假日）消費森林康養旅游產品，營銷對象應從中老年群體擴大到包括大學生在內的更廣泛的康養群體，重視為大學生群體提供森林康養旅游信息。由于女生在森林康養旅游行為態度方面持有更高的認同度、男生在森林康養旅游感知行為控制方面持有更高的認同度，建議重點招攬女生參加森林康養旅游活動，針對男生則側重消除資金、時間、信息等方面的顧慮。由于1年級對森林康養旅游行為態度的認同度比2~4年級更高，建議側重招攬1年級大學生參加森林康養旅游活動，針對2~4年級大學生則可創新產品類型，宣傳森林康養旅游產品對身心健康和就業實習的積極作用。由于海外學院學生對森林康養旅游行為態度和行為意向認同度均最高、對主觀規范的認同度最低，說明該群體是參與森林康養旅游的最佳潛在顧客，建議將海外游客（包括海外學院大學生）作為森林康養旅游細分市場進行開拓。三明市發展全域森林康養旅游時，可結合研學旅行、自然教育創新森林康養旅游產品類型，激活大學生森林康養旅游市場的消費活力。

本研究結果為開發大學生森林康養旅游產品并制定營銷對策提供了理論依據，但本研究的研究樣本僅局限于三明學院大學生，如果研究范圍擴大到福建全省乃至全國，那么研究結論將更具有普遍性。